4.2. THỐNG KÊ MÔ TẢ MẪU KHẢO SÁT
4.2.5. Tuổi của chủ hộ
Tuổi chủ hộ theo kết quả khảo sát cho thấy, trong 160 người được hỏi trung bình tuổi những người chấp nhận chi trả cho việc sử dụng nước sạch là 50,297 tuổi, trong khi tuổi trung bình của những người khơng sẵn lịng chi trả là 43,570 tuổi. Điều này cho biết, những người có tuổi đời càng cao thì họ nhận thức được sự cần thiết của việc sử dụng nước sạch nhiều hơn những người trẻ tuổi.
Bảng 4.5: Sẵn lòng chi trả theo tuổi
Tuổi Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Sẵn lòng chi trả Khơng sẵn lịng chi trả 43,570 8,447 30 59
Sẵn lòng chi trả 50,297 9,103 34 69 Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả năm 2017
4.2.6. Qui mơ hộ gia đình
Về qui mơ hộ gia đình, trung bình qui mơ hộ của nhóm hộ chấp nhận chi trả cho việc sử dụng nước sạch là 4,122 người, trong khi nhóm hộ khơng chấp nhận chi trả là 4,128 người. Kết quả cho thấy, trung bình qui mơ hộ giữa hai nhóm hộ gia đình là như nhau.
Bảng 4.6: Sẵn lịng chi trả theo qui mơ hộ Qui mơ hộ Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Sẵn lịng chi trả Khơng sẵn lòng chi trả 4,128 1,093 2 9
Sẵn lòng chi trả 4,122 1,374 2 8
Nguồn: Số liệu khảo sát thực tế năm 2017
4.2.7. Thu nhập hộ gia đình
Xét về thu nhập bình quân đầu người của hộ trong tháng, trung bình thu nhập bình quân đầu người của hộ chấp nhận chi trả cho việc sử dụng nước sạch là 4.091,892 nghìn đồng/người/tháng, trong khi đối với nhóm hộ khơng chấp nhận chi trả là 2.529,070 nghìn đồng/người/tháng. Điều này chứng tỏ, những hộ có thu nhập bình quân đầu người càng cao thì khả năng chấp nhận chi trả cho việc sử dụng nước sạch càng cao.
Bảng 4.7: Sẵn lịng chi trả theo thu nhập hộ gia đình (ĐVT: nghìn đồng/người/tháng) Thu nhập Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
Sẵn lòng chi trả Khơng sẵn lịng chi trả 2.529,070 1.184,097 1.000 5.000 Sẵn lòng chi trả 4.091,892 1.217,426 2.000 6.200
Nguồn: Số liệu khảo sát thực tế năm 2017
4.2.8. Tham gia hội đoàn thể
Về tham gia hội đoàn thể, kết quả trong 160 người được hỏi, có 23,80% tham gia các hội đồn thể như hội nơng dân, hội phụ nữ, hội cựu chiến binh, đoàn thanh niên.
Biểu đồ 4.6: Tham gia hội đoàn thể Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả năm 2017
Kết quả khảo sát về mức sẵn lòng chi trả cho nước sạch đối với tham gia hội đoàn thể, trong 74 người được hỏi chấp nhận sẵn lòng chi trả cho việc sử dụng nước sạch có 33 hộ có người tham gia các tổ chức đồn thể, trong khi có đến 41 người khơng tham gia tổ chức hội đồn thể nào. Thực tế cho thấy, các hội đoàn thể trong thời gian qua đã tổ chức nhiều hoạt động tuyên truyền cho các hộ gia đình về vai trị của nước sạch đối với đời sống người dân. Do đó, việc tham gia các tổ chức đồn thể giúp hộ gia đình thấy được vai trị, sự cần thiết của việc sử dụng nước sạch có liên quan đến sức khỏe và sẵn lòng chi trả cho việc sử dụng hơn so với những hộ khơng tham gia.
Bảng 4.8: Sẵn lịng chi trả theo tham gia hội đoàn thể Tham gia hội đồn
thể Tổng số Khơng tham gia Có tham gia Sẵn lòng chi trả
Khơng sẵn lịng chi trả Số lượng 81 5 86 % 50,6% 3,1% 53,8% Sẵn lòng chi trả Số lượng 41 33 74 % 25,6% 20,6% 46,2%
Tổng số Số lượng 122 38 160
% 76,2% 23,8% 100,0% Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả năm 2017
4.3. KẾT QUẢ HỒI QUY
4.3.1. Kiểm định sự phù hợp tổng quát
Kiểm định Omnibus cho thấy P = 0,000 < 0,01 (độ tin cậy 99%). Như vậy các biến độc lập có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc trong tổng thể hay mơ hình có ý nghĩa với 8 biến độc lập đưa vào mơ hình.
Đồng thời dựa vào giá trị P = 0,000 < 0,1 tức R2 hiệu chỉnh khác 0, các biến được đưa vào phương trình hồi quy Binary Logistic thật sự tác động và giải thích sự thay đổi của biến phụ thuộc nên mơ hình phù hợp giải thích những nhân tố tác động đến mức độ sẵn lòng chi trả cho việc sử dụng nước sạch của hộ gia đình.
Bảng 4.9: Độ phù hợp tổng qt của mơ hình Chi-square df Giá trị P Step 1 Step 121,467 8 0,000 Block 121,467 8 0,000 Mode l 121,467 8 0,000
Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy
4.3.2. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Hồi quy Binary Logistic sử dụng chỉ tiêu -2LL (-2 Log Likelihood) để đánh giá độ phù hợp của mơ hình. -2LL càng nhỏ càng thể hiện độ phù hợp cao. Giá trị nhỏ nhất của -2LL là 0 (tức là khơng có sai số) khi đó mơ hình có độ phù hợp cao. Kết quả Bảng 4.9 cho thấy giá trị của -2LL = 99,439 là khơng cao, như vậy nó thể hiện mức độ
phù hợp chưa cao của mơ hình tổng thể. Hệ số tương quan Nagelkerke R Square đạt 0,711 cho thấy 71,1% sự đồng ý tham gia sử dụng nước sạch được giải thích bởi sự thay đổi các biến trong mơ hình.
Bảng 4.10: Sự phù hợp của mơ hình
Step -2 Log likelihood Cox & Snell R Square Nagelkerke R Square
1 99,439a 0,532 0,711
Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy
4.3.3. Kiểm định mức độ giải thích của mơ hình
Với 74 người được hỏi đồng ý sẵn lịng chi trả cho sử dụng nước sạch thì mơ hình dự đốn đúng 64 cá nhân, như vậy tỷ lệ dự đoán đúng là 86,5%. Đối với 86 người được hỏi khơng sẵn lịng chi trả cho sử dụng nước sạch thì mơ hình dự đốn đúng là 75 cá nhân, như vậy tỷ lệ dự đoán đúng là 87,2%. Như vậy, trong tổng số 160 người được phỏng vấn, mơ hình dự đốn đúng là 139. Do đó, tỷ lệ dự đốn của tồn bộ mơ hình là 86,9%.
Bảng 4.11: Mức độ giải thích của mơ hình
Quan sát Mức độ đồng ý chi trả Mức độ chính xác kết quả dự báo (%) Khơng sẵn lịng chi trả Sẵn lòng chi trả Mức độ đồng ý Khơng sẵn lịng chi trả 75 11 87,2 Sẵn lòng chi trả 10 64 86,5 Tỷ lệ dự báo chính xác 86,9
Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy
4.3.4. Kết quả hồi quy Binary Logistic
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.12 cho thấy có 5 biến tác động đến xác suất sẵn lịng chi trả cho việc sử dụng nước sạch có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mơ hình (Sig.<0,05) bao gồm các biến: tuổi, học vấn, nghề nghiệp, thu nhập và tham gia hội đoàn thể.
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy Binary Logistic
B S.E. Wald df Sig. Exp(B) GIOI -0,480 0,563 0,728 1 0,394 0,619 TUOI 0,065 0,033 3,746 1 0,053 1,067 DT -0,119 1,179 0,010 1 0,920 0,888 HV 0,674 0,255 7,012 1 0,008 1,962 NN 1,714 0,337 25,898 1 0,000 5,553 QMH -0,075 0,229 0,106 1 0,744 0,928 TN 0,001 0,000 7,258 1 0,007 1,001 HDT 1,735 0,716 5,865 1 0,015 5,670 Constant -10,859 2,302 22,245 1 0,000 0,000
Nguồn: Kết quả phân tích hồi quy
Giải thích ý nghĩa hệ số hồi quy:
Biến tuổi chủ hộ (TUOI): hệ số hồi quy 0,061 > 0 và Sig. = 0,063, cho biết biến tuổi chủ hộ ảnh hưởng cùng chiều với khả năng sẵn sàng chi trả cho việc sử dụng nước sạch nơng thơn của hộ gia đình. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, tuổi của chủ hộ càng cao thì khả năng sẵn sàng chi trả của họ càng cao.
Biến học vấn chủ hộ (HV): biến này nhận giá trị 1 nếu chủ hộ có trình độ Tiểu
học, nhận giá trị 2 nếu trình độ THCS, nhận giá trị 3 nếu trình độ THPT và nhận giá trị 4 nếu trình độ trên THPT. Chọn trình độ Tiểu học làm biến cơ sở, so sánh khả năng sẵn sàng chi trả cho việc sử dụng nước sạch nơng thơn của hộ gia đình của hộ có trình độ THCS, THPT và trên THPT với nhóm hộ có trình độ tiểu học. Kết quả phân tích cho thấy, hệ số hồi quy 0,674 > 0 và Sig.=0,008 <0,05 nên có ý nghĩa thống kê. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, chủ hộ có trình độ học vấn càng cao thì khả năng sẵn lịng chi trả cho việc sử dụng nước sạch càng cao.
Biến nghề nghiệp chủ hộ (NN): biến này nhận giá trị 1 nếu chủ hộ có nghề nghiệp là nơng nghiệp; nhận giá trị 2 nếu nghề nghiệp là công nhân, làm thuê; nhận giá trị 3 nếu nghề nghiệp là buôn bán, kinh doanh và nhận giá trị 4 nếu nghề nghiệp là cán bộ, công chức, viên chức. Kết quả phân tích cho thấy, hệ số hồi quy 1,714 và
Sig.=0,000 <0,05 nên có ý nghĩa thống kê. Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, chủ hộ có nghề nghiệp bn bán, kinh doanh và CB, CCVC thì khả năng sẵn lịng chi trả cho việc sử dụng nước sạch cao hơn các nghề nghiệp còn lại.
Biến thu nhập bình quân đầu người trong tháng của hộ (TN): hệ số hồi quy
0,001 > 0 và Sig.= 0,007 <0,05 cho biết biến thu nhập bình quân đầu người trong tháng của hộ ảnh hưởng cùng chiều với khả năng sẵn sàng chi trả cho việc sử dụng nước sạch nơng thơn của hộ gia đình. Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, hộ có thu nhập bình quân đầu người càng cao thì khả năng sẵn sàng chi trả của họ càng cao.
Biến tham gia hội đoàn thể (HDT): biến này nhận giá trị 1 nếu chủ hộ có tham gia hội đồn thể và nhận giá trị 0 nếu khơng tham gia hội đồn thể. Kết quả phân tích cho thấy, hệ số hồi quy 1,735 > 0 và Sig.=0,015 <0,05 nên có ý nghĩa thống kê. Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, hộ có tham gia hội đồn thể thì khả năng sẵn lòng chi trả cho việc sử dụng nước sạch cao hơn hộ khơng tham gia hội đồn thể.
4.4. MỨC GIÁ SẴN LỊNG CHI TRẢ CỦA HỘ GIA ĐÌNH TẠI HUYỆN VĨNH THUẬN
Kết quả khảo sát mức sẵn lòng chi trả cho việc sử dụng nước sạch của của 160 hộ gia đình trên địa bàn huyện Vĩnh Thuận cho thấy có 74 hộ trả lời sẵn lịng chi trả cho việc sử dụng nước sạch và 86 hộ gia đình trả lời khơng sẵn lịng chi trả cho việc sử dụng nước sạch.
Trong số 74 hộ gia đình sẵn lịng chi trả, kết quả khảo sát mức giá cho thấy đa số hộ chọn mức giá từ 4.000 đồng/m3 đến 5.000 đồng/m3. Cụ thể, có 11 người đồng ý trả giới mức giá 4.000 đồng/m3, chiếm 14,9%; 31 người đồng ý trả mức giá 4.500 đồng/m3, chiếm 41,9% và 15 người có thể trả mức giá 5.000 đồng/m3, chiếm 20,3%. Mức giá trung bình mà 74 hộ sẵn lịng chi trả là 4.284 đồng/m3. Thực tế cho thấy giá nước sạch hiện nay người dân phải trả là 4.800 đồng/m3, qua đây cho thấy mức giá này là cao hơn so với mức giá sẵn lòng chi trả của người dân trong mẫu khảo sát
Bảng 4.13: Mức sẵn lòng chi trả của người dân Mức sẵn lòng chi trả (đồng/m3) Số hộ Tỷ lệ (%) 3000 3 4,1 3500 4 5,4 4000 11 14,9 4500 31 41,9 5000 15 20,3 5500 5 6,8 6000 3 4,1 6500 2 2,7 7000 0 0,0 7500 0 0,0 Tổng 74 100,0 Trung bình 4.284 đồng/m3
Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả 2017
Trong các lý do hộ gia đình đưa ra cho việc sẵn lịng chi trả cho sử dụng nước sạch, có 52 người cho rằng sử dụng nước sạch sẽ đảm bảo sức khỏe, chiếm 70,3%; cảm giác yên tâm sử dụng có 13 người đồng ý, chiếm 17,6%; trong khi giá phù hợp chỉ có 3 người được chọn, chiếm 4,1%. Điều này chứng tỏ, hộ gia đình tham gia sử dụng nước sạch vì họ quan tâm đến sức khỏe cho gia đình của họ.
Bảng 4.14: Lý do hộ gia đình sẵn lịng chi trả
STT Chỉ tiêu Số hộ Tỷ lệ (%) 1 Đảm bảo sức khỏe 52 70,3 2 Cảm giác yên tâm khi sử dụng 13 17,6 3 Theo xu thế chung 6 8,1
4 Giá phù hợp 3 4,1
5 Khác 0 0,0
Tổng 74 100,0
Về lý do mà hộ gia đình khơng sẵn lịng chi trả, kết quả khảo sát cho thấy có 49 người cho rằng giá nước sạch quá cao, chiếm 57,0%; có 22 người cho rằng thu nhập gia đình thấp, chiếm 25,6%. Thực tế cho thấy, thu nhập của hộ gia đình trên địa bàn huyện Vĩnh Thuận chưa cao, do đó với mức giá hiện tại người dân chưa sẵn lòng chi trả.
Bảng 4.15: Lý do hộ gia đình sẵn lịng chi trả
STT Chỉ tiêu Số hộ Tỷ lệ
1 Giá nước sạch quá cao 49 57,0 2 Thu nhập của gia đình thấp 22 25,6 3 Nơi sinh sống chưa có hệ thống nước sạch 9 10,5 4 Nguồn nước hiện tại không bị ô nhiễm 6 7,0
5 Khác 0 0,0
Tổng 86 100,0
Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả 2017
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Chương 4 trình bày tổng quan về địa bàn nghiên cứu, mô tả mẫu khảo sát và kết quả hồi quy, mức sẵn lòng chi trả cho việc sử dụng nước sạch của hộ gia đình trên địa bàn huyện Vĩnh Thuận. Kết quả phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sẵn sàng chi trả cho việc sử dụng nước sạch nơng thơn của hộ gia đình gồm tuổi chủ hộ, trình độ học vấn chủ hộ, nghề nghiệp chủ hộ, thu nhập bình quân đầu người và tham gia hội đoàn thể trong tháng của hộ. Kết quả này là cơ sở để tác giả đề xuất các chính sách trong chương tiếp theo.
CHƯƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1. KẾT LUẬN
Việc cung cấp nước sạch cho hộ gia đình nơng thơn trong ðiều kiện biến đổi khí hậu, nước biển dâng và ô nhiễm môi trường trong giai đoạn hiện nay là rất cần thiết. Bằng phương pháp chọn mẫu phi xác suất, tác giả chọn mẫu khảo sát gồm 160 hộ gia đình đang sinh sống trên địa bàn huyện Vĩnh Thuận. Tiến hành thống kê mô tả các đặc trưng của chủ hộ, của hộ gia đình để có cái nhìn khái qt về mẫu nghiên cứu.
Sử dụng mơ hình hồi quy Binary Logistic xác định các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sẵn lòng chi trả cho việc sử dụng nước sạch. Luận văn đề xuất mô hình nghiên cứu gồm 6 biến độc lập: giới tính chủ hộ, tuổi chủ hộ, dân tộc chủ hộ, học vấn chủ hộ, nghề nghiệp chủ hộ, quy mô hộ, thu nhập của hộ và tham gia hội đoàn thế. Kết quả hồi quy cho thấy, có 5 biến độc lập ảnh hưởng đến khả năng sẵng lòng chi trả cho việc sử dụng nước sạch của hộ gia đình gồm tuổi chủ hộ, học vấn chủ hộ, nghề nghiệp chủ hộ, thu nhập bình quân đầu người trong tháng của hộ gia đình và tham gia hội đoàn thể.
Kết quả nghiên cứu trên là cơ sở để giúp UBND huyện Vĩnh Thuận và Công ty cấp thốt nước tỉnh Kiên Giang có những chính sách nhằm hỗ trợ người dân trên địa bàn huyện Vĩnh Thuận tiếp cận được nguồn nước sạch, đảm bảo vệ sinh mơi trường, góp phần nâng cao sức khỏe cho người dân địa phương.
5.2. HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.2.1. Đối với Cơng ty cấp thốt nước tỉnh Kiên Giang
Công ty cấp thốt nước cần có những khảo sát, đầu tư xây dựng hệ thống cấp thoát nước và cung cấp nước sạch cho hộ gia đình một cách ổn định, bền vững. Do đó nhà máy cần có những giải pháp thu hút nguồn vốn từ các tổ chức, cá nhân để đầu tư trang thiết bị đảm bảo lắp đặt và vận hành của hệ thống nước cho các hộ dân có nhu cầu một cách liên tục, nhanh nhất, đơn giản nhất, tiết kiệm nhất...
Thường xuyên kiểm tra chất lượng nguồn nước theo quy định, phải dành một phần kinh phí cho cơng tác xét nghiệm nước. Cơng việc này phải thực hiện định kỳ và thường xuyên. Qua đó đảm bảo được chất lượng nước của người dân sử dụng, xây dựng và đảm bảo uy tín cho nhà máy. Quản lý chặt chẽ việc cung cấp nước, tránh xảy